[R-br] Distribuição para regressão de resposta binária
Luiz Roberto Martins Pinto
luizroberto.uesc em gmail.com
Quinta Fevereiro 9 11:27:00 BRST 2017
Marcos,
Você já pensou em utilizar modelo linear bi-segmentado? Se for uma bobagem
muito grande, perdoe-me.
Luiz Roberto Martins Pinto
Prof. Pleno/DCET/UESC
Laboratório de Estatística Computacional
Universidade Estadual de Santa Cruz
Ilhéus-Bahia-Brasil
luizroberto.uesc em gmail.com
skype: lrmpinto
http://lattes.cnpq.br/2732314327604831
"*The s**cience exists because there are patterns. *
* The patterns exist because God created them*.
* The statistic exists to research the patterns that God created.*"
Em 7 de fevereiro de 2017 20:14, Marcos Bissoli via R-br <
r-br em listas.c3sl.ufpr.br> escreveu:
> Prezados,
>
> De antemão peço desculpas se desvio o tópico da lista. Mas creio que o
> tema da mensagem é minimamente transversal aos aqui tratados.
>
> Tenho uma variável resposta binária. Como a frequência da resposta é alta
> (38,11%), teóricos da Estatística aplicada à Epidemiologia sugerem que não
> seja usada uma regressão logística. Neste caso (de alta prevalência do
> desfecho), a primeira opção deveria ser uma log-binomial. Mas (e isso não é
> raro de ocorrer), minha log-binomial não apresentou convergência.
>
> Quando não há convergência, os teóricos sugerem uma regressão de Poisson
> com variância robusta. Entretanto, como meus dados sugerem subdispersão,
> optei por um modelo de quasi-poisson. Isso já deu certo em outras análises
> que fiz para terceiros. Inclusive, tenho conseguido adaptar a variância
> robusta ao modelo de quasi-poisson. Mas justamente agora, com os dados de
> minha tese...
>
> O diagnóstico visual está, ao meu ver, péssimo, para ajuste. A imagem
> anexa é do modelo de quasi-poisson. Mas experimentei todos os acima citados
> (logística e Poisson) e o gráfico não diferiu muito.
>
> [image: Imagem inline 1]
>
> A dúvida é... Há alguma outra alternativa de técnica de regressão que eu
> poderia tentar? Minhas variáveis explicativas são diversas, em quantidade e
> tipo (há contínuas, ordinais e binárias). Ou será (embora eu ache pouco
> provável) que este gráfico não significa um grande incômodo?
>
> Fiz o teste de qui-quadrado da deviance residual e estranhamente o valor p
> está resultando em 1, tanto para Poisson quanto para quasi-Poisson. Um
> outro fato estranho é o pseudo R² de Nagelkerke ter acusado 20%: todas as
> outras minhas variáveis resposta não passaram de 12%. Não sei se é correto
> (consultei bibliografia que sugeria isso para a regressão logística), mas
> apliquei um teste de Hosmer e Lemeshow e ele acusou um bom ajuste do
> modelo, também (p = 0,2718). Até uma curva de ROC eu fiz e a área está
> grande no gráfico (mais uma técnica que não sei se deve ser aplicada além
> da regressão logística,).
>
> Seguem alguns resultados, caso possa ajudar em algo.
>
> Desde já agradeço qualquer comentário. E reforço minhas desculpas caso eu
> tenha desviado do tópico além do esperado, e desde já acato qualquer
> negativa em prosseguir o debate. Nesse caso, se possível, aceitaria
> sugestões de boas listas para debates nesse nível onde eu pudesse me
> inscrever.
>
> Há braços,
>
> Marcos Bissoli
> Faculdade de Nutrição
> Unifal-MG
>
> > Mod1 <- glm(Tabagismo~.,data = TabModelagem,family = quasipoisson)> summary(Mod1)
> Call:
> glm(formula = Tabagismo ~ ., family = quasipoisson, data = TabModelagem)
>
> Deviance Residuals:
> Min 1Q Median 3Q Max
> -1.4867 -0.7821 -0.5889 0.5349 1.6624
>
> Coefficients:
> Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
> (Intercept) -1.245e+00 8.738e-01 -1.424 0.154644
> factor.SexoDic.1 5.800e-01 8.273e-02 7.011 4.11e-12 ***
> factor.Branca.1 -8.332e-01 7.836e-01 -1.063 0.287863
> factor.Negra.1 -8.210e-01 7.987e-01 -1.028 0.304185
> factor.Parda.1 -9.009e-01 7.863e-01 -1.146 0.252163
> factor.Amarela.1 -1.089e+00 8.481e-01 -1.284 0.199466
> factor.SemReligiao.1 -9.670e-02 1.888e-01 -0.512 0.608566
> factor.Catolica.1 -4.813e-01 1.862e-01 -2.585 0.009863 **
> factor.Espirita.1 -1.235e-01 2.181e-01 -0.566 0.571230
> factor.Evangelica.1 -9.177e-01 2.429e-01 -3.779 0.000166 ***
> factor.AfroBrasileira.1 6.068e-01 4.303e-01 1.410 0.158794
> factor.Turno.1 1.534e-03 1.034e-01 0.015 0.988169
> factor.Aposentado.1 -4.516e-02 1.055e-01 -0.428 0.668597
> factor.OcupaEstDiApenasDesemp.1 7.249e-02 1.411e-01 0.514 0.607474
> factor.ComFamilia.1 -4.323e-01 2.128e-01 -2.031 0.042444 *
> factor.ComOutParentes.1 -5.029e-01 3.517e-01 -1.430 0.153011
> factor.Republica.1 8.985e-03 1.959e-01 0.046 0.963429
> factor.Sozinho.1 -2.475e-01 2.236e-01 -1.107 0.268673
> factor.Pensao.1 -8.439e-01 4.000e-01 -2.110 0.035106 *
> factor.OutroMoradia.1 -5.262e-01 3.353e-01 -1.569 0.116880
> factor.RU.1 -1.937e-01 1.059e-01 -1.830 0.067589 .
> factor.praec4.1 -1.583e-01 2.666e-01 -0.594 0.552951
> IdadeA 3.787e-02 9.381e-03 4.037 5.79e-05 ***
> escola 8.576e-02 3.441e-02 2.492 0.012836 *
> RendaPC 4.045e-05 1.313e-05 3.080 0.002119 **
> Dist 2.605e-05 1.296e-04 0.201 0.840689
> PraecSoma 2.419e-02 3.086e-02 0.784 0.433427
> ---
> Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
>
> (Dispersion parameter for quasipoisson family taken to be 0.6036898)
>
> Null deviance: 834.67 on 1135 degrees of freedom
> Residual deviance: 706.16 on 1109 degrees of freedom
> AIC: NA
>
> Number of Fisher Scoring iterations: 5
>
>
>
>
> --
> MARCOS BISSOLI
>
> Faculdade de Nutrição
> Universidade Federal de Alfenas
>
> Blog: bocademiamaldita.blogspot.com/
> E-mail: mbissoli em gmail.com
> Twitter: #mbissoli
>
> Alfenas, Minas Gerais, Brasil
>
>
> *****Pense na Natureza antes de Imprimir*****
> Divulgue ON-LINE
>
> Eu apoio a ENEN "na luta por um Brasil sem fome"
>
> "por ĉiu popolo ties propran lingvon, por ĉiuj popoloj la esperantan"
> (para cada povo sua própria língua, para todos os povos o Esperanto)
>
> E nunca votarei no PSDB/DEM!
>
> _______________________________________________
> R-br mailing list
> R-br em listas.c3sl.ufpr.br
> https://listas.inf.ufpr.br/cgi-bin/mailman/listinfo/r-br
> Leia o guia de postagem (http://www.leg.ufpr.br/r-br-guia) e forneça
> código mínimo reproduzível.
>
-------------- Próxima Parte ----------
Um anexo em HTML foi limpo...
URL: <http://listas.inf.ufpr.br/pipermail/r-br/attachments/20170209/d16b0bd1/attachment.html>
-------------- Próxima Parte ----------
Um anexo não-texto foi limpo...
Nome: image.png
Tipo: image/png
Tamanho: 40068 bytes
Descrição: não disponível
URL: <http://listas.inf.ufpr.br/pipermail/r-br/attachments/20170209/d16b0bd1/attachment.png>
Mais detalhes sobre a lista de discussão R-br